Adaptação do Inventário de Ciúme Romântico (ICR) para a população Portuguesa.

Psico-USF, Bragança Paulista, v. 17, n. 3, p. 397-406, set./ dez. 2012 397

Adaptação do Inventário de Ciúme Romântico (ICR) para a População Portuguesa

José Maurício Haas Bueno – Universidade Federal de Pernambuco, Recife, Pernambuco, Brasil L ucas de Francisco Carvalho – Universidade São Francisco, Itatiba, São Paulo, Brasil

A na Júlia Fernandes Moreira – Universidade do Minho, Braga, Portugal A na Margarida A lmeida Brandão Capelo – Universidade do Minho, Braga, Portugal

 ngela Marisa Cardoso Fernandes – Universidade do Minho, Braga, Portugal Margarida F. Gomes V asconcelos – Universidade do Minho, Braga, Portugal

Tiago A ndré Martins Costa – Universidade do Minho, Braga, Portugal V ânia Sofia L eite Marques – Universidade do Minho, Braga, Portugal

Resumo

O objetivo deste estudo foi adaptar um instrumento brasileiro para a avaliação do ciúme romântico no contexto cultural português e avaliar as suas propriedades psicométricas. O instrumento adaptado foi respondido por 808 participantes, divididos em duas amostras equivalentes quanto ao número e ao sexo. Análises fatoriais exploratórias revelaram grande similaridade entre as estruturas fatoriais obtidas com as amostras portuguesas e destas com a estrutura encontrada em um estudo prévio com participantes brasileiros. Todos os fatores apresentaram índices de fidedignidade superiores a 0,8. Análises com base na Teoria de Resposta ao Item evidenciaram um bom uso das categorias de resposta empregadas e mostraram que a maioria das escalas é mais discriminativa para características relacionadas com a manifestação patológica do ciúme. Concluiu-se que a escala apresenta validade baseada na estrutura interna e boa fidedignidade, podendo ser recomendada para utilização em investigações.

Palavras-chave: Ciúme; Avaliação psicológica; Validade; Teoria de Resposta ao Item.

Adaptation of the Romantic Jealousy Inventory for Portuguese People

Abstract

The objective of this study was to adapt a Brazilian instrument for romantic jealousy assessment to the Portuguese cultural context, and to evaluate its psychometric properties. The adapted instrument was answered by 808 participants, divided in two equivalent samples regarding number and gender. Simultaneous factor analysis with those samples showed high similarity both with each other and with previous results obtained with a Brazilian sample. All factors showed reliability indices above 0.8. IRT based analysis revealed a good use of the response categories and showed that the majority of the scales are more discriminative for pathologic jealousy manifestation. It was concluded that the scale shows validity based on internal structure and good reliability, and can be recommended for research purposes.

Keywords: Jealousy; Psychological assessment; Validity; Item Response Theory.

Adaptación del Inventario de los Celos Románticos (ICR) para la población portuguesa

Resumen

El objetivo de este estudio fue adaptar un instrumento brasileño para la evaluación de los celos románticos en el contexto cultural portugués y evaluar sus propiedades psicométricas. El instrumento adaptado fue respondido por 808 participantes, divididos en dos muestras equivalentes en cuanto al número y al sexo. Análisis factoriales exploratorias revelaron gran similitud entre las estructuras factoriales obtenidas con las muestras portuguesas y de estas con la estructura encontrada en un estudio preliminar con participantes brasileños. Todos los factores presentaron índices de fiabilidad superiores a 0.8. Análisis basadas en la Teoría de Respuesta al Ítem evidenciaron un buen uso de las categorías de respuesta empleadas y mostraron que la mayoría de las escalas es más discriminativa para características relacionadas con la manifestación patológica de los celos. Se concluye que la escala presenta validez basada en la estructura interna y buena fiabilidad, siendo recomendada para utilización en investigaciones.

Palabras clave: Celos; Evaluación psicológica; Validez; Teoría de Respuesta al Ítem.

O ciúme é uma reação natural do ser humano,

necessariamente

manifestada

no

contexto

de

relacionamentos interpessoais, pelo que é considerado

por alguns autores como uma emoção social (DeSteno,

Bartlett, Braverman & Salovey, 2002; DeSteno,

Valdesolo & Bartlett, 2006; Harmon-Jones, Peterson &

Harris, 2009; Harris, 2003, 2005). Do ponto de vista

evolutivo, o seu aparecimento é associado à

necessidade de proteger relacionamentos considerados

importantes (Buss, Larsen, Westen & Semmelroth,

1992), embora este trabalho tenha enfocado apenas o

ciúme manifestado em contextos amorosos, o ciúme

romântico. Por isso, sempre que a palavra ciúme

aparecer doravante neste trabalho, os autores querem

referir-se ao ciúme romântico.

quando a exclusividade entre os companheiros é

percebida como violada, tenha ela sido de fato ou não

(Soble, 1990). Percebe-se, portanto, que são as

diferenças

disposicionais

na

interpretação

da

exclusividade entre companheiros amorosos que levam

o ciúme a manifestar-se de forma mais saudável ou

mais patológica. No primeiro caso, o ciúme aparece em

resposta a evidências concretas de interação

companheiro/a-rival, e as crenças e reações em relação

a uma possível traição são mais flexíveis, podendo

modificar-se à luz de novas informações (Mullen &

Martin, 1994; Torres, Ramos-Cerqueira & Dias, 1999).

Já na manifestação do ciúme patológico, as crenças ou

mesmo delírios de infidelidade são mais frequentes,

intensas, rígidas e seguidamente baseadas em

evidências infundadas, levando a reações mais

extremas, como a agressividade, e mais bizarras, como

os comportamentos de investigação (Pfeiffer & Wong,

1989; Vauhkonen, 1968). Esses comportamentos estão

relacionados com a procura por pistas de infidelidade

do parceiro, como a contratação de detetives

particulares para segui-lo ou a inspeção de mensagens

suspeitas em seu telefone celular e e-mail, por exemplo.

Independentemente de o ciúme se manifestar de

forma saudável ou patológica, a sensação desagradável

decorrente da sua ocorrência tende a desencadear

algum tipo de reação. Segundo White (1981), as reações

ao ciúme visam à proteção do ego (preservação da

autoestima) e/ou do relacionamento. A agressividade é

uma das mais frequentes reações ao ciúme, podendo

estar relacionada tanto à proteção do relacionamento,

quando dirigida ao rival, como à proteção do ego,

quando dirigida ao parceiro (Daly & Wilson, 1988). Ela

pode se manifestar por meio de insultos, ataques físicos

dirigidos à pessoa (rival ou parceiro/a) ou aos seus

pertences, perseguição, ameaças, entre outras formas,

na tentativa de coibir comportamentos de infidelidade

pela inflição do medo. Além disso, a mediação da

autoestima também é apontada como um fator

importante no desencadeamento de reações agressivas.

Dois estudos experimentais, realizados por DeSteno e

colaboradores (2006) com 46 e 43 universitárias

americanas, respectivamente, mostrou que quanto mais

uma interação companheiro-rival afetar a autoestima

do companheiro rejeitado, maior será a intensidade do

ciúme experimentado (estudo 1) e maior a

probabilidade de que ocorra uma reação agressiva

(estudo 2). No outro extremo, parece legítimo supor

que a baixa autoestima aumente a probabilidade de que

a causa de uma possível traição seja mais atribuída a

deficiências em si mesmo do que no companheiro ou

companheira. Essa suposição será testada neste estudo.

Subjacente à ideia de que o ciúme pode se

manifestar desde uma forma mais saudável até uma

mais patológica, está a noção de que há diferenças

individuais na manifestação do ciúme. Sendo assim,

depreende-se a ideia do ciúme romântico como um

traço ou um conjunto de traços latentes, que se

manifestam em diferentes intensidades nos indivíduos

de uma população.

Foi com base nessa ideia que alguns instrumentos

foram propostos para a avaliação do ciúme, tanto

como medida unifatorial quanto como medida

multifatorial. Entretanto, grande parte desses

instrumentos data dos anos 70 e 80 e é de difícil

recuperação, uma vez que se trata de comunicações em

congressos ou de manuscritos não publicados

(Benedictson, 1977; Bryson, 1976, 1977; Hupka &

Bachelor, 1979; Rosmarin, Chambless & LaPointe,

1979; Rusch & Hupka, 1977; White, 1980). Por isso,

alguns dos instrumentos descritos a seguir apresentam

apenas as informações disponíveis na literatura

internacional publicadas posteriormente a sua

divulgação em contextos mais restritos. Como

consequência disso, só podem ser citados de forma

secundária.

Como exemplos de escalas unidimensionais

podem ser citados a

(Nadler &

Dotan, 1992), composta por 14 itens (

α

= 0,85), e a

Interpessoal Jealousy Scale

(Mathes, Phillips, Skowran &

Dick, 1982, citados por De Silva, 1997), composta por

27 itens. Embora o coeficiente de fidedignidade dessa

última não seja referido, a autora sugere que a escala

seja consistente.

A complexidade da manifestação do ciúme levou

muitos autores a sugerirem que sua avaliação deveria

ser multifatorial (Mathes, 1992; Pfeiffer & Wong, 1989;

Pines, 1992). Em linha com essa proposição está o

Romantic Jealousy Questionnaire

(RJQ; Pines & Aronson,

1983, citados por Demirtas & Dönmez, 2006), que

avalia cinco domínios relacionados ao ciúme:

intensidade, reações (física, emocional, cognitiva),

formas de enfrentamento e causas e efeitos. O número

de itens e o coeficiente de fidedignidade de cada escala

não foram informados.

Outra

importante

escala

para

avaliação

multifatorial do ciúme é a

, que foi desenhada para captar as manifestações

cognitivas, emocionais e comportamentais do ciúme

romântico. Três estudos, realizados com 178, 123 e 76

sujeitos, respectivamente, relativamente equilibrados

quanto ao sexo e recrutados em ambiente universitário,

atestaram a estabilidade da estrutura fatorial dessa

escala, sempre com índices de consistência interna

superiores a 0,80 (Pfeiffer & Wong, 1989).

para população brasileira (Bueno & Carvalho, no prelo;

Carvalho, Bueno & Kebleris, 2008; Ramos, Yazawa &

Salazar, 1994). Ramos e colaboradores (1994)

obtiveram um instrumento com 58 itens, que foram

agrupados em três fatores:

(

α

= 0,87), que se

refere ao caráter não-perturbável da relação amorosa

pela interferência de uma terceira pessoa;

(

α

= 0,85), que descreve o enfraquecimento da relação

do casal pela interferência de um rival; e

(

α

= 0,77), relativo a reações agressivas provocadas pela

interferência de um rival. Embora tenha apresentado

boas propriedades psicométricas, Bueno e Carvalho

(no prelo) referem que esse instrumento apresenta

fundamentação mais empírica do que teórica, não

contemplando a avaliação de certos aspectos

frequentemente associados ao ciúme, como os

comportamentos de investigação, a baixa autoestima e

os pensamentos obsessivos de traição.

Por isso, em dois trabalhos (Bueno & Carvalho,

no prelo; Carvalho & cols., 2008) os autores

desenvolveram o Inventário de Ciúme Romântico

(ICR), cuja versão final ficou com 30 itens agrupados

em seis fatores, capazes de explicar 60% da variância

total. O primeiro fator (Não-Contacto com o Parceiro,

α

= 0,90) reuniu itens que descrevem crenças ou

pensamentos de infidelidade quando um contacto com

o parceiro não é conseguido, ou perante a perda de

controle sobre a localização do parceiro. O segundo

fator (Contacto Parceiro-Rival,

α

=0,83) agrupou itens

relacionados a reações emocionais negativas ante a

situações de violação da exclusividade. O terceiro e o

quarto fatores referem-se a reações agressivas dirigidas

ao companheiro/a (Agressão ao Parceiro,

α

= 0,81) ou

ao rival (Agressão ao Rival,

α

=0,66), respectivamente.

O quinto fator (Autoestima,

α

= 0,67) refere-se a reações

em que o companheiro rejeitado tenha se culpado pela

possibilidade de infidelidade do parceiro. O último

fator (F6 – Investigação,

α

=0,55) reuniu itens que se

referem

a

comportamentos

de

investigação

relacionados à (in)fidelidade do parceiro (Bueno &

Carvalho, no prelo).

Observa-se, portanto, que foram obtidos os

fatores esperados e compatíveis com a literatura.

Entretanto, os três últimos fatores apresentaram

índices de fidedignidade abaixo do esperado pelos

autores (0,70), fato que foi atribuído ao baixo número

de itens que esses fatores apresentaram (Bueno &

Carvalho, no prelo).

Dada a carência de um instrumento para a

avaliação do ciúme romântico na população

portuguesa, o evidente impacto na vida pessoal e social

que esse fenômeno pode causar e a necessidade de um

instrumento para realização de investigações nessa área,

o objetivo principal deste trabalho foi adaptar o

Inventário de Ciúme Romântico para o português

europeu e investigar as suas propriedades psicométricas

numa

amostra

da

população

portuguesa.

Especificamente, pretendeu-se verificar se a estrutura

fatorial encontrada no estudo brasileiro se reproduziria

em duas amostras de participantes portugueses; se as

amostras de participantes portugueses produziriam

estruturas fatoriais semelhantes entre si e se a revisão e

acréscimo de itens, especialmente em relação aos três

últimos fatores do instrumento brasileiro, resultaria

numa melhoria dos índices de fidedignidade, caso os

fatores se reproduzissem. Além disso, empregou-se o

Modelo de Rasch da Teoria de Resposta ao Item para

verificar o ajustamento dos itens a esse modelo,

analisar as probabilidades de ocorrência das categorias

de resposta empregadas no instrumento (escala do tipo

L ik ert

, de 1 a 4) e a relação entre a intensidade de

ciúme avaliada pelos itens que compõem o instrumento

e a apresentada pelos participantes da investigação.

Método

Participantes

A coleta de dados foi aberta à participação de

alunos de uma universidade pública do norte de

Portugal, contatados por correio eletrônico e

incentivados a estender o convite a outros possíveis

interessados. A amostra total foi constituída por 808

sujeitos, distribuídos equitativamente quanto ao sexo.

Entre os que informaram idade (

=800), a média foi

de 23,2 e o desvio padrão de 4,4 anos, tendo variado de

17 a 41 anos. Para realização da análise fatorial o grupo

total foi dividido em dois subgrupos de 404

participantes, também equitativos quanto ao sexo. Uma

análise univariada de variância mostrou não haver

diferenças significativas de idade entre esses grupos

(

= 1,840;

=0,174), nem entre os sexos (

= 3,139;

p

= 0,077), nem tampouco interação entre grupo e sexo

(

= 0,145;

=0,704).

Instrumentos

Inicialmente, os 30 itens do Inventário de Ciúme

Romântico – ICR (Bueno & Carvalho, no prelo) foram

adaptados do português brasileiro para o europeu e

para a cultura portuguesa. Nesse processo, algumas

palavras foram alteradas em relação à grafia, recebendo

o “c” mudo, como

,

e

, por exemplo,

ou outras pequenas modificações, como

ao invés

de registro. Outras palavras ou expressões foram

substituídas por sinônimos mais usuais no português

europeu, como

, preferível a parceiro/a,

telemóvel

, mais usual do que celular e “

” ao

invés de “armo barraco”. Houve ainda alterações

sintáticas para evitar o uso de gerúndio (como

ao invés de olhando e traindo,

respectivamente) ou adequar à maneira portuguesa o

uso de pronomes pessoais (como,

me

pode

ao invés de penso que ele/a pode

estar me

traindo) e reflexivos (como,

se tenha

ao invés de com

quem já

tenha se

relacionado).

Além disso, seguindo sugestão dos próprios

autores da versão brasileira do instrumento, foram

desenvolvidas mais frases para todas as subescalas, na

tentativa de melhorar os índices de fidedignidade e de

representar melhor as diferentes facetas do constructo

estudado. Esse procedimento foi facilitado pela

composição da equipe de investigação, que contou com

dois participantes brasileiros, sendo um doutor e outro

doutorando, ambos em avaliação psicológica; e seis

portugueses, sendo uma mestranda em Psicologia e

cinco estudantes de graduação. Assim, no instrumento

final houve um aumento de seis para nove nos itens

que se referiam a reações emocionais ligadas a

violações de exclusividade, que descreviam cenas de

contato entre parceiro e rival; de sete para onze itens

que se referiam a ocorrência de pensamentos de

infidelidade em situações em que um contacto com o/a

companheiro/a não era conseguido; de quatro para dez

itens que descreviam reações cognitivas de culpa em

relação a si mesmo e de baixa autoestima ante a

possibilidade de infidelidade do/a companheiro/a; de

seis para dez itens que se referiam a reações agressivas

dirigidas ao companheiro; de quatro para seis itens

sobre reações agressivas dirigidas ao rival e de três para

nove itens referentes a comportamentos de

investigação em decorrência da desconfiança de

infidelidade do/a companheiro/a.

Portanto, a versão final do instrumento adaptado

ficou com cinquenta e cinco itens para serem

respondidos por meio de uma escala

de quatro

pontos: 1- nada ou muito pouco característico até 4 –

extremamente ou totalmente característico. Finalmente,

essa versão foi formatada na ferramenta GoogleDocs,

para que pudesse ser acedida pelos participantes via

internet.

Procedimentos

Os participantes foram contatados por correio

eletrônico e informados acerca dos objetivos da

investigação, do caráter voluntário da participação e da

confidencialidade quanto ao tratamento dos dados.

Além disso, como retribuição à sua participação, após a

coleta e análise dos dados, os participantes receberam

uma mensagem eletrônica com seus resultados

comentados e um contato para o caso de desejarem

outras informações, o que não foi utilizado por

nenhum participante. As suas respostas foram

automaticamente guardadas num ficheiro Excel, cujos

dados foram transportados para a versão 17.0 do

Statistical Pack age for Social Sciences

(SPSS 17.0).

Considerando o objetivo de verificar a

reprodutibilidade da estrutura fatorial, tanto em relação

ao estudo brasileiro quanto entre participantes

portugueses (amostras independentes), o banco de

dados foi dividido em dois grupos equitativos quanto

ao número e ao sexo dos participantes. Cada grupo foi

analisado independentemente, mas segundo os

mesmos procedimentos: verificação da

da

matriz de correlações, definição do número de fatores a

serem retidos e a extração dos fatores propriamente

ditos. Os coeficientes alfa de Cronbach foram

computados para verificação da consistência interna

dos fatores extraídos. Finalmente, empregou-se o

modelo de Rasch da Teoria de Resposta ao Item para

analisar a eficiência das categorias de resposta

empregadas no instrumento (1 a 4) e a relação entre a

intensidade do ciúme avaliada pelos itens e a

apresentada pelos participantes da investigação.

Resultados e discussão

O primeiro passo da análise de dados foi a

verificação das condições para a realização da análise

fatorial exploratória por meio: (1) da inspeção da

matriz de correlações; (2) do Teste de Esfericidade de

Bartlett e (3) do cálculo do índice de adequação da

amostra de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO). A inspeção da

matriz de correlações mostrou que a média das

correlações no grupo 1 foi de 0,268 e a do grupo 2 foi

de 0,270. O Teste de Esfericidade de Bartlett mostrou

que ambas as matrizes de correlações eram

significativamente diferentes de uma matriz identidade,

com

χ

_{= 12005,3 e}

_{=0,001 para o grupo 1 e}

χ

_{= 12611,9 e}

_{= 0,001 para o grupo 2. Por fim, o}

KMO foi de 0,932 e 0,933 para os grupos 1 e 2,

respectivamente. Segundo critérios sumariados por

Tabachnick e Fidell (1989), esse conjunto de dados

indica que há correlações suficientes entre as variáveis

para a realização da análise fatorial em ambos os

grupos, o que permitiu a passagem para o segundo

passo na investigação da estrutura fatorial: a definição

do número de fatores a serem retidos.

Com vistas à obtenção da estrutura mais simples

possível, procedeu-se a uma inspeção das cargas

fatoriais dos 55 itens que compunham a escala inicial,

eliminando-se os itens que apresentassem: (1) carga

fatorial inferior a 0,32 em todos os fatores (Tabachnick

& Fidell, 1989); (2) cargas fatoriais superiores a 0,32 em

mais de um fator, eliminando-se o item da análise ou

apenas do fator com menor carga, conforme a

diferença entre as cargas fosse inferior ou superior a

0,1, respectivamente; (3) comprometimento da

consistência interna do fator correspondente; (4)

incompatibilidade entre o seu conteúdo e os dos

demais no mesmo fator. Nas análises de ambos os

grupos foram eliminados 11 itens, sendo 10 comuns (4,

5, 6, 11, 16, 28, 44, 50, 51 e 53) e dois discrepantes: o

item 12 foi eliminado apenas da análise do grupo 1 e o

34 apenas da análise no grupo 2. Os itens eliminados

eram esperados nos fatores

(44 e 53),

(5, 6,

11, 12 e 51) e

(4, 16, 28, 34 e 50). Uma

análise da estruturação semântica não revelou qualquer

padrão que pudesse explicar o mau funcionamento

psicométrico desses itens, que foram, entretanto,

eliminados em razão das evidências empíricas. Dessa

forma, obtiveram-se as soluções fatoriais finais

apresentadas na Tabela 1, onde as cargas referentes ao

grupo 2 estão entre parênteses.

A observação da Tabela 1 mostra que as

estruturas fatoriais obtidas com ambas as amostras de

participantes foram praticamente idênticas entre si e

muito semelhantes à estrutura encontrada com a

população brasileira (Bueno & Carvalho, no prelo).

Após a rotação oblíqua dos eixos, as soluções fatoriais

explicaram 48,7% e 48,6% da variância total para o

primeiro e o segundo grupo de participantes,

respectivamente. O primeiro fator apresentou

de 12,4 e 13,0, explicando 28,3 e 29,5% da variância

total por meio dos mesmos 12 itens para os grupos 1 e

2, respectivamente. Apesar disso, na análise do grupo

2, o item 39 (

) também apresentou carga no

quarto fator (0,350), ainda que bastante inferior à

apresentada no primeiro (0,568). A incompatibilidade

entre o conteúdo desse item e o dos demais do fator 4

sugere a sua permanência e cotação apenas no primeiro

fator. No conjunto, os itens do primeiro fator

descrevem reações cognitivas (penso, desconfio,

concluo) relacionadas com a infidelidade em situações

em que não se consegue entrar em contacto com o(a)

companheiro(a) (e.g. item 27: “Quando eu não consigo

entrar

em

contacto

com

o/a

meu/minha

companheiro/a, penso que ele/a me pode estar a

trair.”), sendo, assim, claramente compatível com o

primeiro fator da versão brasileira, denominado

(Bueno & Carvalho, no prelo).

O segundo fator reuniu os mesmos 11 itens com

as amostras dos grupos 1 e 2, explicando 7,9 e 7,1% da

variância total, com

iguais a 3,5 e 3,1,

respectivamente. Esse conjunto de itens descreve

reações emocionais negativas (por exemplo, “é

desconfortável”, “é desagradável”, “sinto-me mal”,

“perturba-me”, “incomoda-me”) perante a constatação

de algum tipo de interação companheiro/a-rival (por

exemplo, item 42, “Sinto-me desconfortável quando

o/a meu/minha companheiro/a chama por nomes

carinhosos outra/o mulher/homem”). Dessa forma, o

segundo fator da versão portuguesa é claramente

compatível com o segundo fator da versão brasileira,

tendo sido designado de

(Bueno

& Carvalho, no prelo).

Os 10 itens que se agruparam no terceiro fator

explicam 5,2% da variância total, com

igual a

2,3 em ambos os grupos analisados. Referem-se a

reações de culpa em relação a si mesmo diante da

possibilidade de interação companheiro/a-rival (e.g.

item 08 “Provavelmente eu serei a/o responsável se

o/a meu/minha companheiro/a se interessar por outra

pessoa”) e/ou baixa autoestima em relação ao

companheiro/a (e.g. item 14, “Acho que não sou

bom/boa o suficiente para a/o minha/meu

companheira/o no nosso relacionamento”). Além dos

itens nesse conjunto serem idênticos entre si neste

estudo, também são claramente compatíveis com o

quinto fator da versão brasileira, denominado de

(baixa)

(Bueno & Carvalho, no prelo).

O quarto fator reuniu 8 e 9 itens, capazes de

explicar 4,3 e 4,0% da variância total, com

iguais a 1,9 e 1,7 para os grupos 1 e 2, respectivamente.

Nesse caso, todos os itens são idênticos entre os dois

grupos, com exceção do item 12 (“Discuto com a

pessoa que acho que se está a relacionar com o/a

meu/minha companheiro/a”), que foi excluído das

análises do grupo 1 por apresentar carga fatorial

inferior a 0,32 em todos os fatores, mas que apresentou

carga de 0,435 no quarto fator, com os dados do grupo

2. De qualquer forma, esse item é compatível com os

demais que descrevem reações de confronto tanto ao

companheiro (e.g. item 46, “Agrido fisicamente o/a

meu/minha companheiro/a por achar que este me está

a ser infiel.”) quanto ao rival (e.g. item 30, “Persigo a

pessoa com quem eu acho que o/a meu/minha

companheiro/a está a ter um caso”), aquando da

suspeita de infidelidade. Esse fator reproduziu-se de

forma muito semelhante entre as amostras analisadas

neste estudo, mas reuniu comportamentos agressivos

dirigidos ao companheiro/a e ao rival, enquanto a

versão brasileira apresentava fatores distintos em

função do alvo do comportamento agressivo (Bueno &

Carvalho, no prelo). Embora não seja possível

compreender o porquê dessa diferença, ela não

compromete a ideia de que a estrutura se reproduziu,

dada a relação entre comportamentos agressivo e o

ciúme mencionada em estudos anteriores (Bueno &

Carvalho, no prelo; Carvalho & cols., 2008; DeSteno &

cols., 2006; Ramos & cols., 1994).

Tabela 1. Cargas fatoriais e coeficientes alfa de ambos os grupos

Item

Fator 1

Fator 2

Fator 3

Fator 4

Fator 5

03

0,716 (0,711)

09

0,480 (0,434)

15

0,738 (0,747)

21

0,776 (0,760)

27

0,838 (0,819)

33

0,663 (0,563)

39

0,544 (0,554)

(0,350)

49

0,723 (0,660)

52

0,573 (0,514)

55

0,726 (0,692)

01

-0,535 (-0,484)

07

-0,628 (-0,717)

13

-0,791 (-0,772)

17

-0,387 (-0,369)

18

-0,474 (-0,549)

19

-0,800 (-0,773)

25

-0,506 (-0,658)

31

-0,770 (-0,720)

37

-0,561 (-0,476)

42

-0,811 (-0,806)

47

-0,650 (-0,651)

02

0,555 (0,448)

08

0,625 (0,584)

14

0,570 (0,669)

20

0,480 (0,554)

26

0,591 (0,638)

32

0,615 (0,713)

38

0,412 (0,504)

43

0,458 (0,520)

48

0,617 (0,629)

54

0,590 (0,517)

12

Excl. (0,435)

23

0,493 (0,508)

24

0,477 (0,338)

29

0,710 (0,651)

30

0,592 (0,584)

35

0,517 (0,477)

36

0,519 (0,446)

41

0,706 (0,547)

46

0,753 (0,694)

10

0,670 (0,594)

22

0,767 (0,702)

34

0,433 (Excl.)

40

0,610 (0,483)

45

0,714 (0,627)

α

0,914 (0,908)

0,903 (0,904)

0,832 (0,836) 0,847 (0,828) 0,833 (0,857)

Finalmente, o quinto fator ficou com 5 e 4 itens

capazes de explicar 3,0 e 2,8% da variância total,

correspondente a

iguais a 1,3 e 1,2 para os

dados dos grupos 1 e 2, respectivamente. Uma pequena

modificação ocorreu devido ao item 34 (“Quando ouço

o/a meu/minha companheiro/a a falar com alguém,

tento ouvir a conversa”), que apresentou carga de 0,433

no quinto fator para os dados do grupo 1, mas que foi

excluído do quinto e do segundo fator, com os dados

do grupo 2, por apresentar cargas com diferença

inferior a 0,1. De qualquer forma, esses itens retratam

comportamentos de investigação e/ou espreita

decorrentes da desconfiança sobre a fidelidade do/a

companheiro/a (por exemplo, item 22, “Quando o/a

meu/minha companheiro/a se esquece do telemóvel,

vou ver a caixa de mensagens e o registo de chamadas

para saber se está a ter um caso”). Esse fator é

compatível com a sexta dimensão da versão brasileira

denominada

(Bueno & Carvalho, no prelo).

Para verificar a possibilidade de reagrupamento

dos cinco fatores primários, foi realizada uma análise

fatorial de segunda ordem. Corroborando os resultados

obtidos por Bueno e Carvalho (no prelo), obteve-se

solução unifatorial com ambas as amostras. Os

eigenvalues

variaram de 0,506 e 0,483 (Autoestima) a

0,774 e 0,835 (Não-contato com o/a companheiro/a)

com as amostras 1 e 2, respectivamente. Além de

confirmar a unifatorialidade do construto, esse dado

permite o cômputo de uma pontuação baseada na

média dos fatores primários, relacionada com a

manifestação geral do ciúme.

Para determinação da consistência interna das

escalas, foram calculados os coeficientes alfa de

Cronbach, cujos resultados podem ser observados nas

Tabelas 1 e 2. Os valores foram sempre superiores a

0,8, tal como desejado pelos padrões internacionais,

que exigem, no mínimo, 0,7. Uma boa consistência

interna permite afirmar que as diferenças individuais

encontradas podem ser atribuídas mais aos efeitos do

constructo mensurado do que a erros de medida

(Urbina, 2007).

Na sequência das análises, empregou-se o Modelo

de Rasch da Teoria de Resposta ao Item (TRI), com o

objetivo de: (a) verificar o ajustamento dos itens ao

modelo da TRI; (b) analisar a Escala Global quanto às

probabilidades de ocorrência das categorias de resposta

e (c) quanto à relação entre a intensidade de ciúme

avaliada pelos itens do instrumento e a apresentada

pelos participantes da investigação.

Para verificar o ajustamento dos itens ao modelo

da TRI, foram empregados os índices de

e

,

cujos valores entre 0,5 e 1,5 são indicativos de um bom

ajustamento (Linacre, 2002). A média de

foi de

1,05 (

= 0,19) e a de

foi de 0,97 (

= 0,30).

Apenas três itens apresentaram

elevados (2, 14 e

20), todos relacionados com o terceiro fator, que

descreve reações de baixa autoestima. Entretanto, os

valores situaram-se entre 1,5 e 2,0, faixa considerada

como improdutiva, mas não degradante para a medida

(Linacre, 2002), pelo que se considerou o ajustamento

como adequado para o prosseguimento das análises.

Para investigar a manutenção do paralelismo entre

as categorias de resposta empregadas no instrumento e

a intensidade de manifestação do constructo (

,

recorreu-se à análise das probabilidades de ocorrência

das categorias de resposta.

Os resultados dessa análise

indicaram que a categoria “1” é a mais provável até um

nível de intensidade do ciúme (

)

igual a -0,92. Entre

esse valor e -0,10, a categoria “2” passa a ser a mais

provável, seguida pela categoria “3”, para valores de

entre -0,10 e 1,02, e, finalmente, pela categoria “4” para

valores de

acima de 1,02. De forma semelhante, os

valores médios de

foram de -2,64 para a categoria

“1”, -1,15 para a categoria “2”, -0,36 para a categoria

“3” e 0,36 para a categoria “4”. Portanto, conforme

esperado, tanto os valores médios de

quanto os

valores de

correspondentes à transição de uma

categoria para outra foram aumentando consoante o

aumento da categoria de resposta em si, mostrando que

há paralelismo entre as categorias de resposta

empregadas no instrumento e a intensidade de

manifestação do constructo, e que todas as categorias

de resposta foram úteis para a discriminação dos

sujeitos numa faixa significativa da amplitude total de

manifestação do constructo.

Finalmente, foram computadas as estatísticas

descritivas de cada fator pelo modelo de Rasch, cujos

dados são apresentados na Tabela 2. Nota-se que a

média tende a ficar abaixo do ponto central da

distribuição (zero), sugerindo que a escala é sensível à

manifestação patológica do ciúme romântico. Uma

exceção foi observada no segundo fator (contacto

companheiro-rival), em que a média é claramente mais

elevada em relação aos outros. Isso mostra que os

participantes tenderam a atribuir valores mais altos aos

itens desse fator do que ao de outros, sugerindo que o

segundo fator seja um indicador de reações mais

frequentes, enquanto os demais indiquem reações

menos frequentes na população.

Dessa forma, os fatores obtidos podem ser

interpretados como reações desagradáveis e/ou

danosas em decorrência de uma interação entre o/a

companheiro/a e um possível rival. Entretanto, o

segundo fator diferencia-se dos demais por descrever

reações amenas (é desagradável, não me sinto bem,

entre outras) a uma interação companheiro/a-rival que

é efetivamente observada pela parte rejeitada e

normalmente

interpretada

como

violação

da

exclusividade (Soble, 1990). Essas são características da

manifestação mais comumente observada e

não-patológica do ciúme romântico (Pfeiffer & Wong,

1989; Vauhkonen, 1968). Todos os demais fatores, por

sua vez, descrevem reações mais intensas, disruptivas

e/ou danosas a, pelo menos, uma das partes

envolvidas, pelo que podem ser considerados como

indicadores de manifestações mais patológicas do

ciúme romântico (Pfeiffer & Wong, 1989).

Tabela 2. Estatísticas descritivas dos fatores do ICR

Fatores

N

Mínimo

Máximo

Média

Desvio padrão

Fator 1

808

-5,83

5,62

-3,49

1,95

Fator 2

808

-5,30

5,35

-0,62

1,61

Fator 3

808

-4,94

5,05

-2,14

1,48

Fator 4

808

-4,99

4,98

-3,99

1,35

Fator 5

808

-4,71

4,72

-2,60

1,95

Fator Geral

808

-6,51

6,72

-1,92

1,12

De qualquer forma, guardadas as especificidades

de cada fator, pontuações elevadas sugerem maior

propensão ao sofrimento

psicológico e ao

comprometimento da qualidade do relacionamento em

decorrência do ciúme. Por sua vez, pontuações baixas

podem

ter

várias

interpretações,

como

o

relacionamento já não ser importante para o/a

companheiro/a “rejeitado/a”, o/a companheiro/a

rejeitado/a ser algo ingênuo/a e não perceber a ameaça

ao

relacionamento,

a

interação

entre

o/a

companheiro/a e uma terceira pessoa causar prazer

no/a companheiro/a “rejeitado/a” ou o companheiro

rejeitado não apresentar o mínimo de energia

necessária para a defesa do seu relacionamento e/ou da

sua autoestima. Embora essas interpretações sejam

prováveis, elas ainda são meramente especulativas

neste momento, mas podem (e devem) constituir-se

em objeto de futuras investigações especialmente

desenhadas para essa finalidade.

Considerações finais

Este estudo pretendeu adaptar o Inventário de

Ciúme Romântico para o contexto cultural português e

investigar suas propriedades psicométricas. Para isso,

empregou recursos da Teoria Clássica dos Testes ao

lado de recursos da moderna Teoria de Resposta ao

Item. Os resultados apontaram para a robustez do

constructo estudado, dada a grande semelhança tanto

entre as estruturas obtidas com a amostra brasileira e

portuguesa quanto entre duas amostras de participantes

portugueses.

Além disso, os resultados também indicam a

robustez do próprio instrumento, que mostrou ser

eficaz para avaliação de cinco dimensões do ciúme

romântico compatíveis com proposições teóricas e

com bons índices psicométricos. Por isso, embora

ainda sejam necessários estudos com amostras mais

amplas e representativas de toda a extensão do

território português, o presente instrumento pode ser

recomendado para o uso em investigação, como uma

medida satisfatória de diferentes aspectos relacionados

ao ciúme. E, nesse sentido, abre-se, por um lado, a

possibilidade de utilização do instrumento em

psicologia clínica, aonde a manifestação do ciúme é

relatada como um dos temas mais frequentes tanto em

terapias individuais (Costa, 2005) quanto de casal

(Leite, 2000). E, por outro, contribui para a realização

de mais pesquisas sobre o fenômeno do ciúme, tão

frequente e impactante socialmente, especialmente no

que se refere à violência doméstica (ver Kingham &

Gordon, 2004), e tão pouco estudado cientificamente.

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Recebido em 10/ 06/ 2011 Reformulado em 28/ 08/ 2012 A provado em 05/ 09/ 2012

Sobre os autores:

José Maurício Haas Bueno

é psicólogo, doutor pelo Programa de Pós-Graduação

em Psicologia da

Universidade São Francisco, Itatiba/SP, Brasil e professor no Programa de Pós-Graduação em Psicologia Cognitiva

da Universidade Federal de Pernambuco, Recife/PE, Brasil.

Lucas de Francisco Carvalho

é psicólogo, doutor e professor no Programa de Pós-Graduação

em

Psicologia da Universidade São Francisco, Itatiba/SP, Brasil.

Ana Júlia Fernandes Moreira

é mestranda em Psicologia pela Universidade do Minho, Braga, Portugal.

Ana Margarida Almeida Brandão Capelo

é mestranda em Psicologia pela Universidade do Minho, Braga,

Portugal.

Ângela Marisa Cardoso Fernandes

é mestre em Psicologia da Justiça pela Universidade do Minho, Braga,

Portugal.

Margarida F. Gomes Vasconcelos

é mestranda em Psicologia pela Universidade do Minho, Braga, Portugal.

Tiago André Martins Costa

é mestrando em Psicologia pela Universidade do Minho, Braga, Portugal.

Vânia Sofia Leite Marques

é estudante de Psicologia na Universidade do Minho, Braga, Portugal, sendo este

trabalho derivado de sua atuação como Bolseira de Integração na Investigação da Fundação para a Ciência e

Tecnologia – FCT.

Contato com os autores: